姚雨秀　鄧璐瑤

摘要：融資約束是中國企業(yè)發(fā)展的主要制約因素，文章利用2012年世界銀行的中國調(diào)查數(shù)據(jù)，從創(chuàng)新決策和創(chuàng)新投入強度兩方面實證檢驗了融資約束下自主創(chuàng)新與合作創(chuàng)新的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)，融資約束抑制了企業(yè)的自主創(chuàng)新與合作創(chuàng)新，企業(yè)融資約束下自主創(chuàng)新與合作創(chuàng)新之間存在替代關(guān)系，且企業(yè)更傾向于選擇合作創(chuàng)新。據(jù)此，文章認為政府應(yīng)該增強對企業(yè)的金融支持力度，并為企業(yè)與其他企業(yè)或科研結(jié)構(gòu)進行合作創(chuàng)新提供良好的制度保障。

關(guān)鍵詞：融資約束;自主創(chuàng)新;合作創(chuàng)新

一、引言

對于中國經(jīng)濟發(fā)展而言，融資約束問題已成為制約經(jīng)濟轉(zhuǎn)型和升級的重要瓶頸之一。2012年世界銀行在中國范圍的抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)中，68.74%的中國企業(yè)沒有得到金融機構(gòu)的貸款或者銀行授信，67.38%的中國企業(yè)沒有任何透支額度。企業(yè)的創(chuàng)新活動是產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級和結(jié)構(gòu)調(diào)整的重要推動力量，然而由于研發(fā)具有高風險、回報不確定性等特點，經(jīng)常面臨融資約束。企業(yè)的創(chuàng)新活動有兩種形式，一種是自主創(chuàng)新，企業(yè)完全享有創(chuàng)新產(chǎn)品，但也獨立承擔所有的資金和風險。另一種是合作創(chuàng)新，企業(yè)與其他公司或科研機構(gòu)合作進行研發(fā)，并與合作方共享創(chuàng)新產(chǎn)品。這種方式能夠充分利用外部知識、減少研發(fā)成本并分散研發(fā)風險。

國內(nèi)外學者對融資約束與企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系的探討，主要集中在融資約束對自主創(chuàng)新的影響上，僅少許研究細分了自主創(chuàng)新與合作創(chuàng)新，如周開國（2017）使用中國企業(yè)經(jīng)驗數(shù)據(jù)對自主創(chuàng)新與合作創(chuàng)新進行檢驗，發(fā)現(xiàn)企業(yè)融資約束越寬松，其自主創(chuàng)新與合作創(chuàng)新的意愿及支出均相對越高。但現(xiàn)有研究并沒有進一步考察了融資約束下自主創(chuàng)新與合作創(chuàng)新的關(guān)系。

學者們對企業(yè)的合作創(chuàng)新提出兩個相關(guān)理論，即成本最小化理論和資源理論。成本最小化理論認為企業(yè)會選擇成本最小化的方式完成創(chuàng)新，當企業(yè)無法進行自主研發(fā)時，會通過尋求合作的方式以實現(xiàn)企業(yè)創(chuàng)新。因此，企業(yè)的自主創(chuàng)新和合作創(chuàng)新之間存在一種替代關(guān)系，二者必居其一。而資源理論則認為自主創(chuàng)新之外的合作創(chuàng)新是一種充分利用現(xiàn)有資源的方式，兩種研發(fā)活動是互補關(guān)系的。

據(jù)此，本文利用2012年世界銀行的中國企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)，深入探索中國企業(yè)融資約束下自主創(chuàng)新與合作創(chuàng)新的關(guān)系。與既有研究相比，本文可能的貢獻在于：其一，企業(yè)自主創(chuàng)新與合作創(chuàng)新的關(guān)系鮮有學者深入探討，企業(yè)融資約束對于自主創(chuàng)新與合作創(chuàng)新關(guān)系的影響的研究更幾乎是一片空白，本文在前人研究的基礎(chǔ)上，進一步探索了企業(yè)融資約束下自主創(chuàng)新與合作創(chuàng)新的關(guān)系。其二，國內(nèi)外對于自主創(chuàng)新與合作創(chuàng)新的相關(guān)研究大多停留在理論建模和案例分析上，相應(yīng)的實證研究相對較少，關(guān)于融資約束下自主創(chuàng)新與合作創(chuàng)新關(guān)系的直接證據(jù)匱乏，本文利用2012年世界銀行調(diào)查數(shù)據(jù)直接考察企業(yè)融資約束下兩者之間的關(guān)系，對現(xiàn)有研究作了重要補充。

二、實證分析

（一）數(shù)據(jù)來源與變量選取

本文的數(shù)據(jù)主要來自2012年世界銀行在中國進行的企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)共包含全國25個大城市的2848家企業(yè)，涉及制造業(yè)、服務(wù)業(yè)和零售業(yè)。問卷提供了企業(yè)的融資約束情況，以及企業(yè)自主創(chuàng)新與合作創(chuàng)新的信息，滿足了本文研究的數(shù)據(jù)需求。

本文的主要解釋變量為融資約束，本文用企業(yè)是否持有金融機構(gòu)的貸款或授信額度來度量企業(yè)的融資約束，如果企業(yè)沒有獲得金融機構(gòu)的貸款或授信，為1，否則為0。為了考察融資約束對企業(yè)自主創(chuàng)新與合作創(chuàng)新關(guān)系的影響，本文分別采用自主研發(fā)參與和合作研發(fā)參與衡量企業(yè)的自主創(chuàng)新決策和合作創(chuàng)新決策，并基于此構(gòu)造新的二元變量單一創(chuàng)新決策與兩重創(chuàng)新決策。單一創(chuàng)新決策變量以既無自主創(chuàng)新也無合作創(chuàng)新為基準（單一創(chuàng)新決策為0），設(shè)置企業(yè)只自主創(chuàng)新或者只合作創(chuàng)新的決策（單一創(chuàng)新決策為1）。兩重創(chuàng)新決策變量同樣以既無自主創(chuàng)新也無合作創(chuàng)新為基準（兩重創(chuàng)新決策為0），設(shè)置企業(yè)同時進行自主創(chuàng)新與合作創(chuàng)新的決策（兩重創(chuàng)新決策為1）。

其它控制變量設(shè)置：1.企業(yè)年齡，即企業(yè)注冊年到2012年參與調(diào)查的年齡對數(shù);2.企業(yè)規(guī)模，為企業(yè)員工人數(shù)的對數(shù);3.所有制，國有股權(quán)超過 50%即為國有企業(yè);4.行業(yè)競爭程度，即行業(yè)競爭對企業(yè)的負面影響程度;5.企業(yè)出口，為企業(yè)所有出口銷售的所占份額;6.員工教育水平，即完成中學教育的員工比例。

（二）實證結(jié)果

由于上述四個被解釋變量均是二元選擇變量，本文采用Probit模型對其進行估計。具體估計結(jié)果如表1所示。第（1）列與第（2）列分別對自主創(chuàng)新決策與合作創(chuàng)新決策進行檢驗，估計系數(shù)均顯著為負（1%顯著性水平），說明融資約束抑制了企業(yè)的自主創(chuàng)新與合作創(chuàng)新行為。第（3）列與第（4）列分別對單一創(chuàng)新決策與兩重創(chuàng)新決策進行檢驗，估計系數(shù)也均顯著為負（1%顯著性水平），對比發(fā)現(xiàn)融資約束不僅抑制了企業(yè)只進行一種創(chuàng)新（僅自主創(chuàng)新或僅合作創(chuàng)新）與同時參與兩種創(chuàng)新的行為，而且融資約束對于同時自主創(chuàng)新和合作創(chuàng)新的抑制效應(yīng)更大?？梢?，融資約束壓縮了企業(yè)活動的可行集，迫使企業(yè)不得不在自主創(chuàng)新和合作創(chuàng)新之間做出取舍，降低了二者的互補性，而在它們之間產(chǎn)生了替代關(guān)系。

對比第（1）列與第（2）列的系數(shù)，自主創(chuàng)新的系數(shù)（-0.472）比合作創(chuàng)新系數(shù)（-0.280）更小，說明融資約束對自主創(chuàng)新的抑制作用更大?？梢姡谫Y約束下，在自主創(chuàng)新與合作創(chuàng)新的替代關(guān)系中，企業(yè)更傾向于選擇合作創(chuàng)新。

（三）檢驗與進一步研究

本文利用企業(yè)自主創(chuàng)新與合作創(chuàng)新投入情況，進行進一步的研究，并對上述結(jié)論進行檢驗。2012年世界銀行調(diào)查數(shù)據(jù)匯報了企業(yè)自主研發(fā)投入與合作創(chuàng)新投入，本文據(jù)此設(shè)置二元變量高自主創(chuàng)新與高合作創(chuàng)新，即自主創(chuàng)新與合作創(chuàng)新投入是否高于樣本企業(yè)平均值，來反映企業(yè)的創(chuàng)新重點。進一步地，構(gòu)造新的二元變量高單一創(chuàng)新與高兩重創(chuàng)新以反映企業(yè)對不同創(chuàng)新的衡量。高單一創(chuàng)新變量以既無高自主創(chuàng)新也無高合作創(chuàng)新為基準（高單一創(chuàng)新為0），設(shè)置企業(yè)僅高自主創(chuàng)新或者僅高合作創(chuàng)新的行為（高單一創(chuàng)新為1）。高兩重創(chuàng)新變量同樣以既無高自主創(chuàng)新也無高合作創(chuàng)新為基準（高兩重創(chuàng)新為0），設(shè)置企業(yè)同時進行高自主創(chuàng)新與高合作創(chuàng)新的行為（高兩重創(chuàng)新為1）。

新變量均為二元變量，本文采用Probit模型對其進行估計，進一步檢驗融資約束下自主創(chuàng)新與合作創(chuàng)新的替代關(guān)系，具體結(jié)果如表2所示。第（1）列與第（2）列分別對高自主創(chuàng)新與高合作創(chuàng)新進行檢驗，估計系數(shù)均顯著為負（1%顯著性水平），與基準回歸的融資約束抑制了企業(yè)的自主創(chuàng)新與合作創(chuàng)新行為的結(jié)論一致。第（3）列與第（4）列分別對高單一創(chuàng)新與高兩重創(chuàng)新進行檢驗，估計系數(shù)也均顯著為負（1%顯著性水平），對比回歸系數(shù)發(fā)現(xiàn)，與只對一種創(chuàng)新進行高投入相比，融資約束對企業(yè)在自主創(chuàng)新和合作創(chuàng)新上均進行高投入的抑制效應(yīng)更大。說明，在融資約束下，企業(yè)更傾向于僅對自主創(chuàng)新高投入或僅對合作創(chuàng)新高投入，進一步驗證了融資約束下自主創(chuàng)新與合作創(chuàng)新的替代關(guān)系。

同樣對比第（1）列與第（2）列的系數(shù)，高自主創(chuàng)新的系數(shù)（-0.512）遠小于合作創(chuàng)新系數(shù)（-0.254），說明與合作創(chuàng)新投入相比，融資約束對企業(yè)高自主創(chuàng)新投入的抑制作用更大。可見，在高自主創(chuàng)新投入與高合作創(chuàng)新投入的替代關(guān)系中，面臨融資約束的企業(yè)更傾向于對合作創(chuàng)新進行高投入。融資約束限制了企業(yè)的創(chuàng)新投入，與獨自承擔全部資金的自主創(chuàng)新相比，企業(yè)更愿意與其他企業(yè)或科研機構(gòu)共同分擔創(chuàng)新投入資金，并在合作創(chuàng)新水平進行高投入以獲取最終共享創(chuàng)新成果時的相對高回報。

（四）其他穩(wěn)健性檢驗

為了保證結(jié)果的穩(wěn)健性，除了替換被解釋變量，本文還從替換解釋變量、模型方法方面對以上回歸做了檢驗。一則重新使用2012年世界銀行數(shù)據(jù)中的企業(yè)是否有透支額度作融資約束的度量指標進行回歸，二則采用Logit模型重新對八個被解釋變量進行回歸。所有檢驗的回歸結(jié)果顯示的結(jié)論均與前文結(jié)果一致，融資約束下，企業(yè)自主創(chuàng)新與合作創(chuàng)新之間存在替代關(guān)系，且企業(yè)更傾向于選擇合作創(chuàng)新。

三、結(jié)論與討論

本文利用2012年世界銀行調(diào)查數(shù)據(jù)，從創(chuàng)新決策與創(chuàng)新投入程度兩方面討論了融資約束下自主創(chuàng)新與合作創(chuàng)新之間的關(guān)系。研究結(jié)果表明融資約束抑制了企業(yè)的自主創(chuàng)新與合作創(chuàng)新，在融資約束下，企業(yè)自主創(chuàng)新與合作創(chuàng)新之間存在替代關(guān)系，且企業(yè)更傾向于選擇合作創(chuàng)新。

本文的研究結(jié)論具有以下政策含義。其一，鑒于融資約束對企業(yè)研發(fā)行為的約束，我國政府需要增強對企業(yè)的金融支持力度以緩解企業(yè)的融資約束，提高企業(yè)的自主創(chuàng)新與合作創(chuàng)新。其二，由于融資約束下，企業(yè)在兩種創(chuàng)新替代關(guān)系中更傾向于與合作創(chuàng)新，政府應(yīng)該對合作創(chuàng)新予以支持，對企業(yè)間（如產(chǎn)業(yè)鏈上下游企業(yè)）合作或是產(chǎn)學研結(jié)合的合作提供更好的制度保障，以保護合作各方的利益，促進合作創(chuàng)新形式在國內(nèi)的良好進行和廣泛使用。

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*基金項目：云南省應(yīng)用基礎(chǔ)研究計劃面上項目“我國制造企業(yè)技術(shù)選擇與創(chuàng)新激勵的金融錯配效應(yīng)及糾正機制研究”（2018FB108）。

（作者單位：昆明理工大學管理與經(jīng)濟學院）